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    交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)縮小收入差距了嗎?
    ——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

    2019-05-30 03:47:30周春平董夢寒
    關(guān)鍵詞:基尼系數(shù)差距基礎(chǔ)設(shè)施

    周春平,董夢寒

    (揚(yáng)州大學(xué)商學(xué)院,江蘇揚(yáng)州225000)

    改革開放40年來,中國的交通基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善,公路里程和鐵路營運(yùn)里程分別從1978年的89.02萬公里和5.17萬公里,增長到2017年的477.35萬公里和12.7萬公里①,年均增速分別為4.40%和2.33%,截至2017年底,中國的鐵路和公路營運(yùn)通車總里程居世界第一位。另一方面,伴隨著中國經(jīng)濟(jì)高速增長,城鄉(xiāng)居民收入水平不斷提高,但收入分配差距總體上呈不斷擴(kuò)大趨勢,基尼系數(shù)從改革開放初的0.28上升到2016年的0.46②,基尼系數(shù)居高不下凸顯了我國收入分配不均、收入差距不斷擴(kuò)大問題。

    從交通基礎(chǔ)設(shè)施密度的省際差異來看,我國東部地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施密度大,而中西部地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施密度相對較小。另一方面,我國基尼系數(shù)也呈現(xiàn)較大的省際差異,東部地區(qū)的基尼系數(shù)小,而中西部地區(qū)的基尼系數(shù)相對較大[1](田衛(wèi)民,2012)。我們發(fā)現(xiàn),交通基礎(chǔ)設(shè)施較發(fā)達(dá)的東部地區(qū),其基尼系數(shù)小,即收入差距??;交通基礎(chǔ)設(shè)施較落后的中西部地區(qū),其基尼系數(shù)大,即收入差距大。

    由此,一個自然的問題便是,中國的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是否顯著縮小了居民的收入差距?交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與居民收入差距這兩者之間是否存在顯著的關(guān)聯(lián)?本研究的目的即在于,通過對國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的梳理和回顧,運(yùn)用2000—2010年中國省際面板數(shù)據(jù),從實(shí)證角度回答這一問題,研究中國的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在多大程度上縮小了居民的收入差距,從而為政策制定者提供相應(yīng)的政策建議。

    1 文獻(xiàn)綜述

    現(xiàn)有研究關(guān)于交通基礎(chǔ)設(shè)施與收入差距之間的關(guān)系有兩種基本觀點(diǎn):

    一種觀點(diǎn)認(rèn)為,交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對縮小收入差距有積極的作用。葉銳、王守坤(2011)將居民收入差異分為城鎮(zhèn)居民收入差異、農(nóng)村居民收入差異和總體居民收入差異三種,通過建立動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型研究發(fā)現(xiàn),公路交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的提高可以顯著縮小城鎮(zhèn)居民和總體居民的收入差距;而只有當(dāng)公路交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平達(dá)到一定閾值之后,惠及農(nóng)村地區(qū),交通基礎(chǔ)設(shè)施才會開始有利于降低農(nóng)村居民家庭人均收入差異[2]。黃乾、余玲錚、魏下海(2013)基于1991—2007年省際面板數(shù)據(jù),采用空間計(jì)量方法,將交通基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距的空間影響考慮在內(nèi),研究發(fā)現(xiàn),交通基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在明顯的空間效應(yīng),且占據(jù)了總效應(yīng)的絕大部分;無論是0-1矩陣還是地理距離矩陣,交通基礎(chǔ)設(shè)施變量均顯著為負(fù),交通基礎(chǔ)設(shè)施提高1單位,城鄉(xiāng)收入差距將顯著縮小4.2%或7.6%,交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展有利于降低收入不平等[3]。羅能生、彭郁(2016)進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),公路基礎(chǔ)設(shè)施可以進(jìn)一步區(qū)分為高速公路和其他各等級公路,各種類型的交通基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距縮小的效應(yīng)大小存在差異;高速公路、鐵路、一級公路、二級公路和三級公路這五種類型的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)均有利于城鄉(xiāng)收入公平的改善,其作用大小依次遞減[4]。

    另一種觀點(diǎn)認(rèn)為,交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對縮小收入差距有消極的作用。Zou、Zhang、Zhuang(2008)基于1994—2002年中國面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),交通基礎(chǔ)設(shè)施投資構(gòu)成了經(jīng)濟(jì)增長的源泉,但由于中國存在地區(qū)交通投資不均等的現(xiàn)象,導(dǎo)致東部地區(qū)比中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長快,從而擴(kuò)大了中國的收入差距[5]。任曉紅、張宗益(2013)將交通基礎(chǔ)設(shè)施對要素流動的影響引入新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型,研究發(fā)現(xiàn),交通雖然能夠便利生產(chǎn)要素的流動,但隨著生產(chǎn)要素不斷地向城市集聚,交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善對生產(chǎn)要素流動性的影響將不再顯著,當(dāng)從農(nóng)村集聚到城市的生產(chǎn)要素超過某一臨界值時,農(nóng)村居民收入開始減少,城鄉(xiāng)收入差距將反向擴(kuò)大[6]。冷艷麗、冼國明、杜思正(2017)則引入外商直接投資,考察FDI與交通基礎(chǔ)設(shè)施的交互效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距的影響,研究發(fā)現(xiàn),F(xiàn)DI存在顯著的擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的消極效應(yīng),F(xiàn)DI可以通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、就業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)和區(qū)位選擇效應(yīng)來拉大城鄉(xiāng)差距,而交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)會加劇FDI的這一效應(yīng)[7]。

    綜觀現(xiàn)有文獻(xiàn),我們發(fā)現(xiàn),盡管學(xué)者們已經(jīng)注意到交通基礎(chǔ)設(shè)施對收入差距的影響,但多數(shù)研究將收入差距內(nèi)涵局限在“城鄉(xiāng)”這一狹窄的范圍內(nèi),卻很少從整體角度分析區(qū)域內(nèi)的收入差距問題。另一方面,少量文獻(xiàn)關(guān)注到交通基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域內(nèi)總體收入差距的影響,但對交通基礎(chǔ)設(shè)施的測量方法卻又局限于公路交通基礎(chǔ)設(shè)施上,而這已經(jīng)不符合中國快速發(fā)展的鐵路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)這一基本事實(shí),從而低估鐵路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對收入差距的影響。本研究的邊際貢獻(xiàn)在于,在收入差距衡量指標(biāo)選擇上,并沒有直接采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值法,而是采用基尼系數(shù)這一綜合指標(biāo),從而能更好地反映區(qū)域內(nèi)部居民收入差距狀況;此外,在對交通基礎(chǔ)設(shè)施的度量上則綜合考量各級公路、鐵路等多種交通基礎(chǔ)設(shè)施類型,從而更好地估計(jì)總體交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對居民收入差距的影響。

    2 交通基礎(chǔ)設(shè)施對收入差距的影響機(jī)理

    根據(jù)地理學(xué)第一定律(Tobler’s First Law of Geography),所有事物都與其他事物相關(guān)聯(lián),但較近的事物比較遠(yuǎn)的事物更關(guān)聯(lián)(Tobler,1970)[8]。所以,一個地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施不僅影響本地區(qū)的收入差距,也影響鄰近地區(qū)的收入差距,前者稱為直接效應(yīng),后者稱為間接效應(yīng)或空間溢出效應(yīng),且這兩種效應(yīng)均包括正向作用和反向作用兩個方面。交通基礎(chǔ)設(shè)施對收入差距的影響機(jī)理如圖1所示。

    圖1 交通基礎(chǔ)設(shè)施對收入差距的影響機(jī)理

    就直接效應(yīng)的正向作用而言,首先,交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)需要投入大量的勞動力,而農(nóng)村剩余勞動力為中國的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供了無限的勞動力供給,相應(yīng)地,也直接增加了農(nóng)村居民的收入水平(周春平,2018)[9],并由此縮小了城鄉(xiāng)居民的收入差距。其次,發(fā)達(dá)的交通基礎(chǔ)設(shè)施促進(jìn)了農(nóng)產(chǎn)品和生產(chǎn)要素的流動,使得勞動分工和專業(yè)化生產(chǎn)成為可能,有利于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,增加農(nóng)村居民的經(jīng)營性收入和工資性收入,從而縮小收入差距。最后,交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能夠促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(張學(xué)良,2012)[10],提升縣域居民的收入水平,縮小區(qū)域內(nèi)的收入差距。

    就直接效應(yīng)的反向作用而言,一方面,交通基礎(chǔ)設(shè)施投資具有擠出效應(yīng)(張宗益、李森圣、周靖祥,2013)[11],交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)會擠出公共投資資金在教育、醫(yī)療等方面的投入,導(dǎo)致社會性基礎(chǔ)設(shè)施投入不足,從而擴(kuò)大收入差距。另一方面,中國政府在交通基礎(chǔ)設(shè)施投資政策上具有城鎮(zhèn)偏向性(葉銳、王守坤,2011)[2],城鎮(zhèn)交通基礎(chǔ)設(shè)施投資水平要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于農(nóng)村,從而擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。

    從空間溢出的正效應(yīng)來看,首先,發(fā)達(dá)的交通便利了勞動、資本等生產(chǎn)要素的流動,促進(jìn)了農(nóng)村剩余勞動力向城市和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移,增加農(nóng)村居民的工資性收入,縮小區(qū)域間的收入差距(任曉紅、張宗益,2013)[6]。其次,交通的可達(dá)性有助于低收入群體與現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)活動中心取得聯(lián)系,轉(zhuǎn)變了社會服務(wù)的弱可獲得性(郭君平,2013)[12],如經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的居民可以流入發(fā)達(dá)地區(qū),通過接受更好的教育來增加其人力資本,提升其收入,縮小區(qū)域間的收入差距。最后,根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,有顯著區(qū)域優(yōu)勢的地區(qū)會先發(fā)展起來,并通過擴(kuò)散效應(yīng)輻射周圍地區(qū),發(fā)達(dá)地區(qū)可以通過完善的交通基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)帶動周圍落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,進(jìn)而縮小收入差距。

    從空間溢出的負(fù)效應(yīng)來看,一方面,交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)雖然便利了生產(chǎn)要素向發(fā)達(dá)地區(qū)流動,但可能會形成極化效應(yīng),阻礙落后地區(qū)的發(fā)展,擴(kuò)大收入差距。另一方面,交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)雖然提升了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)開放水平,但可能會加劇市場競爭,使經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的產(chǎn)品傾銷地而受到外力沖擊,影響經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的居民收入(邵燕斐、王小斌,2015)[13],從而擴(kuò)大了區(qū)域間收入差距。

    盡管部分學(xué)者指出,交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可能對收入差距具有反向作用,換句話說,交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在一定程度上擴(kuò)大了收入差距。本研究認(rèn)為,隨著國家不斷增加對廣大農(nóng)村地區(qū)以及中西部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施投資規(guī)模,交通基礎(chǔ)設(shè)施對增加農(nóng)村居民收入的邊際貢獻(xiàn)不斷上升,而對城市居民收入的邊際貢獻(xiàn)呈遞減趨勢。因此,交通基礎(chǔ)設(shè)施在總體上對收入差距具有正向作用,也就是說,交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在總體上縮小了區(qū)域內(nèi)的收入差距。接著,我們通過實(shí)證分析來檢驗(yàn)這一假說。

    3 變量選取與模型構(gòu)建

    3.1 變量選取

    3.1.1 被解釋變量

    本研究的被解釋變量為收入差距。我們用基尼系數(shù)來表征收入差距,其值介于0~1之間,數(shù)值越大,表明收入分配差距越大。本文使用的基尼系數(shù)為間接數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于田衛(wèi)民(2012)計(jì)算結(jié)果[1],對于樣本缺省值采用簡單的均值填補(bǔ)法進(jìn)行補(bǔ)充。

    3.1.2 核心解釋變量

    本研究的核心解釋變量為交通基礎(chǔ)設(shè)施。交通基礎(chǔ)設(shè)施的類型多種多樣,主要包括公路、鐵路、水運(yùn)、航空等等。據(jù)2017年交通運(yùn)輸部數(shù)據(jù),中國的公路和鐵路貨運(yùn)量在全社會貨運(yùn)中占比達(dá)85.8%③,由此,本研究用公路和鐵路的密度表征交通基礎(chǔ)設(shè)施水平,其計(jì)算方法是用各省各級公路里程數(shù)與鐵路營運(yùn)里程數(shù)之和除以該省的行政區(qū)域面積。

    3.1.3 控制變量

    參考現(xiàn)有文獻(xiàn),本研究將控制變量設(shè)定如下:

    (1)城鎮(zhèn)化率。農(nóng)村人口向工資水平較高的城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移,意味著有了更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會,收入水平相對提高,有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。城鎮(zhèn)化率是衡量城市化水平的重要指標(biāo),本研究用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀碚鞒擎?zhèn)化率,預(yù)期變量的回歸系數(shù)符號為負(fù)。

    (2)經(jīng)濟(jì)增長率。根據(jù)庫茲涅茨(1955)“倒U型”曲線假說,隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,收入分配狀況呈現(xiàn)出先惡化后改善的“倒U型”形狀[14],但是庫茲涅茨“倒U型”曲線的拐點(diǎn)在我國是否已經(jīng)出現(xiàn)仍存在爭論,需要進(jìn)一步檢驗(yàn),本研究用實(shí)際GDP增長率來表征經(jīng)濟(jì)增長率。

    (3)貿(mào)易開放程度。貿(mào)易開放水平的提高在打開地區(qū)市場的同時,可能會沖擊地區(qū)經(jīng)濟(jì),影響當(dāng)?shù)鼐用袷杖耄蕦τ谫Q(mào)易開放程度與收入差距的關(guān)系,學(xué)術(shù)界還未給出一致的結(jié)論,需要進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)。本研究參照冷艷麗、冼國明、杜思正(2017)的處理方法,用進(jìn)出口總額占GDP的比重來衡量貿(mào)易開放程度[7]。

    (4)人力資本。舒爾茨等關(guān)于收入分配的人力資本模型認(rèn)為,平均受教育程度的提高對收入不平等的影響是不確定的,取決于教育收益率的演變[15];Knight和Sabot(1983)也指出教育的結(jié)構(gòu)效應(yīng)和工資壓縮效應(yīng)產(chǎn)生的人力資本積累對收入分配有復(fù)雜的影響[16],故人力資本和收入差距的關(guān)系也不能確定。本研究用平均受教育年限表征人力資本水平,其計(jì)算方法是先定義大專及以上、高中、初中、小學(xué)、文盲五種文化程度的受教育年限分別為16年、12年、9年、6年、0年,然后進(jìn)行加權(quán)平均計(jì)算。

    (5)政府參與度。政府在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、提供公共產(chǎn)品、收入分配等方面發(fā)揮著重要作用,政府對落后地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資有助于降低貧困發(fā)生率(Warr,2005)[17],進(jìn)而縮小收入差距,但中國的政府財(cái)政支出具有城鎮(zhèn)偏向性,在一定程度上卻會加大城鄉(xiāng)收入差距。本研究借鑒邵燕斐、王小斌(2015)的處理方法,用政府財(cái)政支出占GDP的比重來衡量政府對經(jīng)濟(jì)活動的參與度[13]。

    本研究選取我國27個省級行政單位④作為研究對象,考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性,樣本期間選取為2000—2010年,除非特別指出,本研究所使用數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

    3.2 模型構(gòu)建

    為了研究交通基礎(chǔ)設(shè)施對收入差距的影響,本研究構(gòu)建了如下基本面板數(shù)據(jù)模型??紤]到模型可能存在異方差問題,為了不改變變量的趨勢,對被解釋變量和解釋變量均取自然對數(shù)。將模型設(shè)定為:

    其中,GAPit表示收入差距,TRANSit表示交通基礎(chǔ)設(shè)施,Xit為控制變量,下標(biāo)i表示省份,下標(biāo)t表示年份。α和β均為回歸系數(shù),γi和μt分別表示省份和年份的個體固定效應(yīng),εit表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

    4 實(shí)證分析

    4.1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

    表1是基于2000—2010年我國省際面板數(shù)據(jù)所做的變量的描述性統(tǒng)計(jì),由表1可知,公路和鐵路密度的均值是0.579公里/萬平方公里,最小值是新疆維吾爾自治區(qū)為0.022公里/萬平方公里,最大值是上海市為1.968公里/萬平方公里。東部、中部、西部地區(qū)公路和鐵路密度均值依次遞減,分別為0.858公里/萬平方公里、0.631公里/萬平方公里、0.319公里/萬平方公里??梢?,交通基礎(chǔ)設(shè)施在空間上存在較大差異。基尼系數(shù)的均值是0.395,最小值是上海市為0.256,最大值是貴州省為0.491。東部、中部、西部地區(qū)基尼系數(shù)均值依次遞增,分別為0.346、0.390、0.439。同樣可見,基尼系數(shù)在空間上也存在較大差異。

    表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

    4.2 變量之間的相關(guān)系數(shù)

    基于2000—2010年中國27個省份的面板數(shù)據(jù),我們分別畫出收入差距與交通基礎(chǔ)設(shè)施之間的關(guān)系散點(diǎn)圖以及兩個變量均取自然對數(shù)之后的關(guān)系散點(diǎn)圖,如圖2所示。通過觀察可以發(fā)現(xiàn),交通基礎(chǔ)設(shè)施與收入差距之間存在負(fù)向關(guān)系,交通基礎(chǔ)設(shè)施密度越高,居民收入差距越小;反之,則相反。

    圖2 交通基礎(chǔ)設(shè)施與收入差距的關(guān)系散點(diǎn)圖

    我們再利用相關(guān)系數(shù)簡單測量變量之間的關(guān)系,見表2,由相關(guān)系數(shù)矩陣可知,交通基礎(chǔ)設(shè)施、城鎮(zhèn)化率、貿(mào)易開放程度、人力資本、政府參與度與收入差距之間的相關(guān)系數(shù)分別為:-0.487、-0.692、-0.592、-0.636、0.522,且在統(tǒng)計(jì)學(xué)上均顯著,顯著性水平為1%,經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距的相關(guān)系數(shù)為0.097,在統(tǒng)計(jì)學(xué)上不顯著。觀察各變量相關(guān)系數(shù)的符號,發(fā)現(xiàn)與本研究建立的理論預(yù)設(shè)基本一致,即交通基礎(chǔ)設(shè)施、城鎮(zhèn)化率、貿(mào)易開放程度、人力資本與收入差距之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,而經(jīng)濟(jì)增長率、政府參與度與收入差距之間呈正相關(guān)關(guān)系。值得注意的是,城鎮(zhèn)化率與貿(mào)易開放程度、人力資本之間的相關(guān)系數(shù)均為0.841,呈高度相關(guān)關(guān)系,并且在1%的水平上顯著,提醒我們模型中可能存在多重共線性問題,需謹(jǐn)慎對待。

    表2 變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

    4.3 模型回歸結(jié)果

    面板數(shù)據(jù)建立的模型通??梢苑譃閭€體效應(yīng)模型和混合效應(yīng)模型,而個體效應(yīng)模型又可以進(jìn)一步分為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。我們通過F檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合效應(yīng)模型,再通過Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。由于篇幅限制,本研究未列出兩種檢驗(yàn)的結(jié)果。

    為了考察影響收入差距的各因素之間的關(guān)系,本研究首先構(gòu)建了固定效應(yīng)模型,估計(jì)結(jié)果如表3中模型1、模型2所示,在不引入任何控制變量的情況下,僅考察核心解釋變量交通基礎(chǔ)設(shè)施對收入差距的影響,交通基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)顯著為負(fù);將所有變量全部引入模型后,交通基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著。模型2中核心解釋變量不顯著的原因可能是,本研究選取的樣本數(shù)據(jù)為時間T值較小而個體N值較大的“短面板”數(shù)據(jù),可能存在時間序列和橫截面異質(zhì)性的問題,即樣本在時間和橫截面兩個維度上所體現(xiàn)的被解釋變量和解釋變量的相關(guān)關(guān)系是不同的(于曉彥、印凡成、董春衛(wèi),2015)[18],從而導(dǎo)致結(jié)果不顯著。此外,本模型中考察的收入差距的影響因素有很多,當(dāng)引入所有變量時,他們對收入差距的擴(kuò)大或縮小作用的程度并不能確定,而且模型中還存在多重共線性問題,這些都可能是導(dǎo)致核心解釋變量的回歸系數(shù)不顯著的原因。

    更進(jìn)一步,我們構(gòu)建了OLS混合效應(yīng)模型,估計(jì)結(jié)果如模型3、模型4所示,僅考察交通基礎(chǔ)設(shè)施對收入差距的影響時,交通基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)為-0.076 0,且在0.1%的水平上顯著;將所有變量全部引入模型后,交通基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)變?yōu)?0.015 6,在5%的水平上顯著。這意味著,本研究的假說基本得以驗(yàn)證,即交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)顯著縮小了收入分配差距,交通基礎(chǔ)設(shè)施的收入差距彈性值為-0.015 6,即交通基礎(chǔ)設(shè)施提高1%,收入分配差距將縮小0.015 6%。

    在本研究中,模型還可能存在內(nèi)生性問題。內(nèi)生性的問題是指模型中的一個或多個解釋變量與擾動項(xiàng)相關(guān)。導(dǎo)致內(nèi)生性的主要原因有兩個,一是遺漏與模型中的其他變量相關(guān)的變量,二是被解釋變量和解釋變量互為因果關(guān)系。本研究借鑒Groves等的思想,使用內(nèi)生解釋變量的滯后變量作為工具變量,即分別將核心解釋變量滯后一期、二期、三期作為工具變量。如模型5、模型6、模型7所示,交通基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)分別為-0.019 6、-0.023 6和-0.029 2,且分別在1%、1%和0.1%的統(tǒng)計(jì)學(xué)水平上顯著。從估計(jì)結(jié)果來看,模型5、模型6、模型7各變量回歸系數(shù)的符號、顯著性水平與模型4基本一致,從而也說明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的,見表3。

    從控制變量的回歸結(jié)果來看,模型4、模型5、模型6、模型7的回歸結(jié)果與理論預(yù)設(shè)相一致。城鎮(zhèn)化率與收入差距呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,這一結(jié)論與羅能生等(2016)[4]的結(jié)論相同,城鎮(zhèn)化水平的提高意味著越來越多的農(nóng)村人口轉(zhuǎn)化為城市人口,農(nóng)村居民獲得了更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會,收入水平提高,城鄉(xiāng)收入差距縮小。經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距呈正相關(guān)關(guān)系,這與黃乾等(2013)[3]的估計(jì)結(jié)果相一致,經(jīng)濟(jì)增長反而擴(kuò)大了收入分配差距,其原因可能是我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡,經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長慢于發(fā)達(dá)地區(qū),從而加劇了收入分配差距。貿(mào)易開放程度對收入差距的作用效果不顯著,可能的原因是,對外開放水平的提高一方面增加了就業(yè)機(jī)會,但另一方面也加劇了市場競爭,這兩種相反作用的同時存在導(dǎo)致了其作用效果不顯著。人力資本與收入差距呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,人力資本積累有利于縮小收入差距,這一結(jié)論與冷艷麗等(2017)[7]的結(jié)論相一致,隨著高校畢業(yè)生數(shù)量的增加,高學(xué)歷勞動力供給增加,結(jié)合工資的壓縮效應(yīng),教育的收益率下降,從而縮小了收入分配差距。政府參與度與收入差距呈正相關(guān)關(guān)系,這一結(jié)果與邵燕斐等(2015)[13]的實(shí)證研究結(jié)果相一致,我國政府在交通基礎(chǔ)設(shè)施上的投資具有城鄉(xiāng)投資不均等、城鎮(zhèn)偏向等特點(diǎn),政府作用在一定程度上反而擴(kuò)大了收入差距。

    表3 模型估計(jì)結(jié)果(被解釋變量:基尼系數(shù)對數(shù))

    5 結(jié)論與政策含義

    5.1 結(jié) 論

    交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能夠促進(jìn)勞動、資本等生產(chǎn)要素的流動,優(yōu)化區(qū)域內(nèi)資源配置;使勞動分工和專業(yè)化生產(chǎn)成為可能,促進(jìn)區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長;使經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的居民獲得與現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)中心相聯(lián)系的更好的社會服務(wù),使具有區(qū)位優(yōu)勢的發(fā)達(dá)地區(qū)通過擴(kuò)散效應(yīng)帶動周邊地區(qū)發(fā)展,從而增加農(nóng)村居民和經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)居民的收入,縮小收入差距?;?000—2010年我國省際面板數(shù)據(jù),實(shí)證研究結(jié)果表明,交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)顯著縮小了收入分配差距,交通基礎(chǔ)設(shè)施密度提高1%,收入分配差距將降低0.015 6%。

    本研究的不足之處在于,本文所使用的基尼系數(shù)數(shù)據(jù)為間接數(shù)據(jù),可能存在一定程度的數(shù)據(jù)失真問題,從而影響估計(jì)結(jié)果的大小。此外,本文雖提及空間溢出效應(yīng),但如果能夠運(yùn)用空間計(jì)量方法構(gòu)建空間模型進(jìn)行估計(jì),可能會得到更加令人滿意的估計(jì)結(jié)果。

    5.2 政策含義

    本研究的政策含義是,一方面,政府應(yīng)繼續(xù)加大交通基礎(chǔ)設(shè)施投資規(guī)模。改革開放40年來,盡管中國的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)取得了巨大成就,但與發(fā)達(dá)國家相比,中國的交通基礎(chǔ)設(shè)施密度仍然較低。由此,政府應(yīng)進(jìn)一步加大交通基礎(chǔ)設(shè)施投資規(guī)模,進(jìn)一步提高公路、鐵路等交通基礎(chǔ)設(shè)施的覆蓋面積,形成聯(lián)系更加緊密的立體交通網(wǎng)絡(luò),充分發(fā)揮交通基礎(chǔ)設(shè)施在縮小收入分配差距方面的作用。

    另一方面,政府應(yīng)進(jìn)一步加大對中西部地區(qū)以及農(nóng)村地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資。由于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距以及過去城鎮(zhèn)偏向的基礎(chǔ)設(shè)施投資政策,我國交通基礎(chǔ)設(shè)施存在較大的區(qū)域差異和城鄉(xiāng)差異,因此,可以針對性地制定差異化的交通基礎(chǔ)設(shè)施政策,進(jìn)一步完善中西部地區(qū)以及經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)體系,促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展,縮小城鄉(xiāng)之間、發(fā)達(dá)地區(qū)與落后地區(qū)之間的收入差距。

    注 釋:

    ① 數(shù)據(jù)來源:歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》,具體參見http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/。

    ② 數(shù)據(jù)來源:國家統(tǒng)計(jì)局:基尼系數(shù):城鄉(xiāng)歷史政策的解構(gòu)[EB/OL]。(2007-04-11)[2018-05-20]。具體參見 http://tjzs/tjsj/tjcb/zggqg1/200704/t20070411_37555.html;2013—2016年全國居民人均可支配收入基尼系統(tǒng)[EB/OL]。(2017-10-10)[2018-05-22]。http://www.stats.gov.cn/ztjc/zdtjgz/yb1h/zysj/201710/t20171010_1540710.html。

    ③ 數(shù)據(jù)來源:中華人民共和國交通運(yùn)輸部:國新辦舉行調(diào)整交通運(yùn)輸結(jié)構(gòu)提高綜合運(yùn)輸效率吹風(fēng)會 [EB/OL]。(2018-07-02)[2018-07-08]。具體參見http://xxgk.mot.gov.cn/jigou/zcyjs/201807/t20180726_3050606.html。

    ④ 剔除了基尼系數(shù)數(shù)據(jù)缺失的吉林、山東、海南、西藏4個樣本后,本研究選取的27個省級行政單位分別為:北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

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